В тени регулирования

Снижение доли неформальной занятости среди занятых по найму и занятых нерегулярными приработками могло быть связано с пропущенными переменными. В частности, можно предположить, что ненаблюдаемые характеристики представителей контрольной группы систематически отличаются от тех же характеристик в группе воздействия. Панельная структура РМЭЗ дает возможность учесть индивидуальную неоднородность и строить оценки на базе изменений в статусе отдельных людей (within individual changes). Ключевое предположение модели с фиксированными эффектами состоит в том, что эффект ненаблюдаемых переменных не изменяется во времени. Формально это означает, что случайная ошибка в уравнении (6–1) может быть записана следующим образом: u_it

= c_i+ ε_it

, где c_i отражает постоянные во времени индивидуальные различия; ε_it – случайная ошибка с нулевым средним, при условии контроля принадлежности к группе воздействия, других независимых переменных и индивидуальных эффектов. Как известно, за робастность оценок с фиксированным эффектом приходится расплачиваться невозможностью получить оценки коэффициентов при постоянных во времени регрессорах.

Результаты оценивания уравнения (6–1) методом фиксированных эффектов представлены в табл. П6-9. Оценка эффекта для неформально занятых по найму составила -2,5 %, а для неформальных приработков она равнялась – 4,0 %. Оба результата статистически значимы. Снижение абсолютной величины коэффициентов часто наблюдается при использовании модели с фиксированными эффектами, поскольку вариация переменных на уровне индивидов более чувствительна к ошибкам измерения [Griliches, Hausman, 1986]. Эти результаты свидетельствуют о том, что, хотя ненаблюдаемые различия в способностях могли быть фактором искажения МНК-оценок, налоговая реформа все же вызвала существенное снижение неформальной занятости.

Результаты, представленные в этом разделе, могут не отражать действительного снижения общего уровня неформальности, если – вследствие налоговой реформы – индивиды переместились из одного вида неформальной занятости в другой. Для того чтобы проверить эту гипотезу, мы оценили то же уравнение для общего уровня неформальности. Оценки, приведенные в третьем столбце табл. П6-9, показывают, что результаты для отдельных видов неформальности, наоборот, скорее всего, являются консервативными.

Проверка чувствительности результатов. В таблице П6-10 представлены оценки эффекта налоговой реформы при различных спецификациях[126]

. Мы также приводим результаты для всех видов нерегулярных приработков (формальных и неформальных), а кроме того для работников, у которых неформальные приработки являются единственным источником заработков.

Для того чтобы учесть изменения в характеристиках на региональном уровне – таких как местный уровень инфорсмента налогового законодательства, состояние финансовых рынков и т. д., – мы включили пересечения между 39 региональными дамми-переменными и годовыми дамми-переменными. Включение дополнительных контрольных переменных не оказывает существенного влияния на результаты.

Мы также провели серию экспериментов с определениями группы воздействия и контрольной группы. Во-первых, из анализа были исключены индивиды, о которых отсутствует информация о заработках в пореформенный период. (В соответствии с базовым определением эти индивиды входили в состав контрольной группы.) Во-вторых, мы включили в состав группы воздействия индивидов с месячным доходом от 3168 до 4800 руб. хотя бы в одном из пореформенных раундов. Эти небольшие модификации в DID-модели не привели к сколько-нибудь значимым изменениям в оценках.

В-третьих, мы использовали другой вопрос о доходах из анкеты РМЭЗ для формирования группы воздействия. Этот альтернативный вопрос включает доходы из всех источников (в том числе доходы, не облагаемые налогами), поэтому он не вполне подходит для определения группы воздействия[127]. Однако, если основные результаты останутся неизменными при использовании этого альтернативного определения, то это будет служить дополнительным подтверждением их достоверности.